インドの農村部における子供の線形成長に対する在宅訪問による参加型女性グループとカウンセリングの影響

背景：世界の発育阻害された子供の約30％がインドに住んでいます。インド政府は、200の地区の栄養を改善するために、コミュニティベースの労働者の新しい幹部を提案しました。私たちは、このような労働者が家庭訪問を行い、子供の線形成長に関する参加型グループ会議を実施する効果を調べることを目指しました。 方法：インドのジャールカンド州とオリッサ州の2つの隣接する地区で、クラスターランダーム化された対照試験を行いました。120のクラスター（それぞれ約1000人）が、宝くじを使用して介入またはコントロールにランダムに割り当てられました。ランダム化は2013年7月に行われ、クラスターあたりのハムレットの数（0、1-2、または3以上）によって層別化され、6つの階層が生まれました。各介入クラスターで、労働者は妊娠第3期に1回の自宅訪問を行い、摂食、衛生、ケア、刺激をサポートするために2歳未満の子供を毎月訪問し、個人とコミュニティを促進するための毎月の女性のグループ会議を支援しました。栄養のためのアクション。参加者は、研究クラスターとその子供で特定され、採用された妊婦でした。死産と新生児の死亡、母親が亡くなった乳児、先天性異常、複数の出生、および試験期間中に恒久的に研究地域から移住した母親と乳児のペアを持つ乳児を除外しました。データコレクターは、妊娠中、赤ちゃんの出生から72時間以内、出生後3、6、9、12、および18か月以内に各女性を訪問しました。主な結果は、18ヶ月の子供のZスコアの長さでした。分析は、治療する意図によるものでした。介入の性質により、参加者と介入チームは割り当てに隠されていませんでした。データコレクターとデータマネージャーは、割り当てにマスクされました。この試験は、ISCRTN（51505201）およびインドの臨床試験登録簿に登録されています（番号2014/06/004664）。 結果：2013年10月1日から2015年12月31日の間に、5781人の妊婦を募集しました。3001人の乳児は、2013年10月1日から2015年2月10日までに採用された妊婦に生まれたため、フォローアップ（介入に割り当てられた1460人、1541人がコントロールに割り当てられました）。最終分析には、3つのグループの子供グループを含めることができませんでした：147人が調査地域から移動し（介入クラスターで67、コントロールクラスターで80）、77人は新生児期と18ヶ月前に死亡しました（介入クラスター31; 46インチコントロールクラスター）、および7つのZスコアが信じられない長さのZスコア（<-5 SD; 1つは介入クラスター、6つはコントロールクラスターに）でした。介入クラスターの18ヶ月で1362人の適格な子供のうち1253人（92％）、およびコントロールクラスターの1415人の適格な子供の1308人（92％）を測定しました。18か月での平均年齢Zスコアは、介入クラスターで-2・31（SD 1・12）、コントロールクラスターで-2・40（SD 1・10）でした（調整済み差分0・107、95％CI -0・011〜0・226、p = 0・08）。介入は、排他的な母乳育児、補完的な食品のタイムリーな導入、罹患率、適切な在宅ケア、または小児期の病気中の介護に大きな影響を与えませんでした。介入クラスターでは、より多くの妊娠中の女性と子供が最小の食事の多様性を達成しました（女性1・39、95％CI 1・03-1・90;子供の場合1・47、1・07-2・02の場合）、より多くの母親が子供を養う前に手を洗いました（5・23、2・61-10・5）、18ヶ月で低体重（0・81、0・66-0・99）と死亡した乳児の数が少なくなりました（0・63、0・39-1・00）。 解釈：インド東部の田舎で栄養不足の負担が大きい地域での新しい労働者の導入は、子どもの長さを大幅に増加させませんでした。しかし、自己報告された食事の多様性や手洗いなどの特定の二次的な結果、ならびに乳児の生存が改善されました。この試験でテストされた介入は、大規模な使用のためにさらに最適化できますが、成長の大幅な改善には、きれいな水、衛生、家族計画、女子教育、社会安全網などの栄養に敏感な介入への投資が必要です。 資金調達：英国医学研究評議会、ウェルカムトラスト、英国国際開発省（DFID）。

BACKGROUND: Around 30% of the world's stunted children live in India. The Government of India has proposed a new cadre of community-based workers to improve nutrition in 200 districts. We aimed to find out the effect of such a worker carrying out home visits and participatory group meetings on children's linear growth. METHODS: We did a cluster-randomised controlled trial in two adjoining districts of Jharkhand and Odisha, India. 120 clusters (around 1000 people each) were randomly allocated to intervention or control using a lottery. Randomisation took place in July, 2013, and was stratified by district and number of hamlets per cluster (0, 1-2, or ≥3), resulting in six strata. In each intervention cluster, a worker carried out one home visit in the third trimester of pregnancy, monthly visits to children younger than 2 years to support feeding, hygiene, care, and stimulation, as well as monthly women's group meetings to promote individual and community action for nutrition. Participants were pregnant women identified and recruited in the study clusters and their children. We excluded stillbirths and neonatal deaths, infants whose mothers died, those with congenital abnormalities, multiple births, and mother and infant pairs who migrated out of the study area permanently during the trial period. Data collectors visited each woman in pregnancy, within 72 h of her baby's birth, and at 3, 6, 9, 12, and 18 months after birth. The primary outcome was children's length-for-age Z score at 18 months of age. Analyses were by intention to treat. Due to the nature of the intervention, participants and the intervention team were not masked to allocation. Data collectors and the data manager were masked to allocation. The trial is registered as ISCRTN (51505201) and with the Clinical Trials Registry of India (number 2014/06/004664). RESULTS: Between Oct 1, 2013, and Dec 31, 2015, we recruited 5781 pregnant women. 3001 infants were born to pregnant women recruited between Oct 1, 2013, and Feb 10, 2015, and were therefore eligible for follow-up (1460 assigned to intervention; 1541 assigned to control). Three groups of children could not be included in the final analysis: 147 migrated out of the study area (67 in intervention clusters; 80 in control clusters), 77 died after the neonatal period and before 18 months (31 in intervention clusters; 46 in control clusters), and seven had implausible length-for-age Z scores (<-5 SD; one in intervention cluster; six in control clusters). We measured 1253 (92%) of 1362 eligible children at 18 months in intervention clusters, and 1308 (92%) of 1415 eligible children in control clusters. Mean length-for-age Z score at 18 months was -2·31 (SD 1·12) in intervention clusters and -2·40 (SD 1·10) in control clusters (adjusted difference 0·107, 95% CI -0·011 to 0·226, p=0·08). The intervention did not significantly affect exclusive breastfeeding, timely introduction of complementary foods, morbidity, appropriate home care or care-seeking during childhood illnesses. In intervention clusters, more pregnant women and children attained minimum dietary diversity (adjusted odds ratio [aOR] for women 1·39, 95% CI 1·03-1·90; for children 1·47, 1·07-2·02), more mothers washed their hands before feeding children (5·23, 2·61-10·5), fewer children were underweight at 18 months (0·81, 0·66-0·99), and fewer infants died (0·63, 0·39-1·00). INTERPRETATION: Introduction of a new worker in areas with a high burden of undernutrition in rural eastern India did not significantly increase children's length. However, certain secondary outcomes such as self-reported dietary diversity and handwashing, as well as infant survival were improved. The interventions tested in this trial can be further optimised for use at scale, but substantial improvements in growth will require investment in nutrition-sensitive interventions, including clean water, sanitation, family planning, girls' education, and social safety nets. FUNDING: UK Medical Research Council, Wellcome Trust, UK Department for International Development (DFID).